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        自我效能在慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性的中介效應(yīng)

        2023-12-14 09:34:56孫姝怡孫國珍高敏于甜棲劉沈馨雨湯志杰盧靜
        護(hù)理學(xué)報(bào) 2023年22期
        關(guān)鍵詞:總分條目效能

        孫姝怡,孫國珍,高敏,于甜棲,劉沈馨雨,湯志杰 ,盧靜

        (1.南京醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院,江蘇 南京 211166;2.南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院 心血管內(nèi)科,江蘇 南京 210029)

        根據(jù)2019 年中國心力衰竭流行病學(xué)全國調(diào)查結(jié)果,我國35 歲以上居民心力衰竭患病率為1.3%,估計(jì)現(xiàn)患病人數(shù)約890 萬[1],患者常受活動耐力下降、氣喘等癥狀困擾,且普遍存在憂慮、哀傷等負(fù)面情緒[2]。 運(yùn)動康復(fù)對改善慢性心力衰竭患者心功能、促進(jìn)心理健康以及降低住院率、 病死率等具有重要作用[3],已被國內(nèi)外指南列為I 級推薦[4-5]。 然而,目前慢性心力衰竭患者的運(yùn)動依從性較差, 運(yùn)動康復(fù)現(xiàn)狀不容樂觀[6]。 由于慢性病患者長期面臨諸多生理、心理挑戰(zhàn),心理資源持續(xù)消耗,可出現(xiàn)慢性自我損耗,即自我調(diào)節(jié)疲勞[7],造成患者自我管理、健康促進(jìn)行為水平下降[8]。 現(xiàn)有研究顯示,自我調(diào)節(jié)疲勞可負(fù)向影響患者身體活動參與度[9]、飲食依從水平[10],自我效能可正向影響患者運(yùn)動依從水平[11]。 兩者均可預(yù)測運(yùn)動行為且并非獨(dú)立存在, 自我調(diào)節(jié)疲勞對自我效能存在負(fù)向作用[12]。 據(jù)此,本研究推測慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞可直接或者通過自我效能間接影響運(yùn)動依從性。目前,慢性心力衰竭患者運(yùn)動依從性研究主要為質(zhì)性或量性影響因素分析[13-14],尚無研究探索自我調(diào)節(jié)疲勞、 自我效能與運(yùn)動依從性之間的關(guān)系。 本研究旨在探討慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞和自我效能對運(yùn)動依從性的影響, 以及自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性之間的中介效應(yīng), 為慢性心力衰竭患者運(yùn)動依從性的干預(yù)提供一定的指導(dǎo)。

        1 對象和方法

        1.1 研究對象 采用便利抽樣法,選取2022 年7—11 月在南京市某三級甲等醫(yī)院心血管內(nèi)科住院的慢性心力衰竭患者作為研究對象。 納入標(biāo)準(zhǔn):(1)根據(jù)《中國心力衰竭診斷和治療指南2018》[4]診斷為慢性心力衰竭;(2)紐約心臟病協(xié)會(New York Heart Association, NYHA)心功能I~I(xiàn)II 級;(3)年齡≥18 周歲;(4)意識清楚,語言表達(dá)能力正常。排除標(biāo)準(zhǔn):(1)認(rèn)知功能障礙或患有精神疾??;(2)合并其他嚴(yán)重軀體疾病如惡性腫瘤、嚴(yán)重感染、肝腎衰竭的終末期患者;(3)有運(yùn)動康復(fù)禁忌證者。

        本研究通過便利抽樣法抽取50 例CHF 患者進(jìn)行預(yù)調(diào)查,自我調(diào)節(jié)疲勞與自我效能、運(yùn)動依從性之間的相關(guān)系數(shù)分別為-0.379 和-0.249, 自我效能與運(yùn)動依從性之間的相關(guān)系數(shù)為0.350。 采用Kenny[15]編制的MedPower 應(yīng)用程序估算樣本量, 統(tǒng)計(jì)功效取0.8,計(jì)算得樣本量至少需要116 例,考慮20%的失訪率,估算需要樣本140 例,實(shí)際納入267 例。 本研究已通過南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院倫理委員會審查(2022-SRFA-353)。

        1.2 調(diào)查工具

        1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制, 包括性別、年齡、婚姻狀態(tài)、文化程度、家庭平均月收入、運(yùn)動習(xí)慣(0 次/周、<3 次/周和≥3 次/周)、睡眠情況(正常、失眠、嗜睡和其他)及NYHA 心功能分級。

        1.2.2 自我調(diào)節(jié)疲勞量表 (Self-Regulatory Fatigue Scale,SRF-S) 由Nes 等[16]于2013 年編制,王利剛等[17]于2015 年漢化,用于評估慢病人群,Cronbach α系數(shù)為0.84。 該量表包括認(rèn)知、情緒和行為3 個維度,各維度分別有6 個、5 個、5 個條目。采用Likert 5級評分法(1 分=非常不同意,5 分=非常同意),總分越高,表明受試者的自我調(diào)節(jié)疲勞程度越高。本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.786。

        1.2.3 自我效能量表 (General Self-Efficacy Scale,GSES) 由Schwarzer 等[18]于1997 年編制,王才康等[19]于2001 年漢化修訂,在大學(xué)生中檢驗(yàn),Cronbach α系數(shù)為0.87。 該量表為單維度10 個條目, 采用Likert 4 級評分法 (1 分=完全不正確,4 分=完全正確),總分越高,受試者的自我效能水平越高。本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.925。

        1.2.4 慢性心力衰竭患者運(yùn)動依從性量表 由高敏等[20]于2023 年編制,Cronbach α 系數(shù)為0.905,內(nèi)容效度為0.93。 量表包括2 個維度,處方依從(5 個條目) 和監(jiān)測依從 (6 個條目), 共11 個條目。 采用Likert 5 級評分法(1 分=從不,5 分=總是),總分11~55 分,得分越高,表示慢性心力衰竭患者的運(yùn)動依從性越高。

        1.3 資料收集方法 由經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)的2 名研究者發(fā)放問卷。 調(diào)查前,向受試者解釋本研究的目的,獲得其知情同意后,發(fā)放問卷由其自行填寫。對于年齡較大、文化程度較低等自行填寫困難者,研究者逐條詢問并根據(jù)患者口述答案如實(shí)代填。完成后,當(dāng)場回收問卷并檢查有無缺項(xiàng)、 漏項(xiàng)。 共發(fā)放問卷273份,剔除有明顯規(guī)律、相似條目回答不一致的問卷,回收有效問卷267 份,有效回收率為97.8%。

        1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)。 服從正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述,計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)與構(gòu)成比描述。 采用Pearson 相關(guān)性分析檢驗(yàn)慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能、運(yùn)動依從性的相關(guān)性。 采用Harman 單因素檢驗(yàn)中的探索性因素分析方法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。 采用SPSS PROCESS 組件中的模型4 構(gòu)建自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性之間的中介效應(yīng)模型, 運(yùn)用Bootstrap 方法, 重復(fù)取樣5 000 次, 設(shè)置95%置信區(qū)間。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

        2 結(jié)果

        2.1 一般資料 267 例慢性心力衰竭患者, 年齡為19~79(60.16±13.24)歲;多為男性,176 例(65.9%);已婚居多,241 例(90.3%);文化程度:小學(xué)及以下95例(35.6%), 初中73 例(27.3%),中?;蚋咧?2 例(23.2%),大專及以上37 例(13.9%);家庭人均月收入:<2 000 元100 例(37.4%),2 000~4 000 元87 例(32.6%),>4 000 元80 例(30.0%);運(yùn)動習(xí)慣:0 次/周96 例(36.0%),<3 次/周86 例(32.2%),≥3 次/周85 例(31.8%);睡眠情況:正常146 例(54.7%),失眠108 例(40.5%),嗜睡13 例(4.9%);心功能分級:I 級3 例 (1.1%),II 級114 例 (42.7%),III 級150 例(56.2%)。

        2.2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動依從性得分情況 本研究慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分為(44.31±8.23)分,自我效能總分為(23.90±6.66)分,運(yùn)動依從性總分為(29.44±11.59)分;各維度得分及條目均分見表1。

        表1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動依從性得分情況(n=267,±S,分)

        表1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動依從性得分情況(n=267,±S,分)

        項(xiàng)目自我調(diào)節(jié)疲勞總分認(rèn)知情緒行為自我效能運(yùn)動依從總分處方依從監(jiān)測依從條目數(shù)16 6 5 5 1 0 11 5 6理論得分范圍16~80 6~30 5~25 5~25 10~40 11~55 5~25 6~30得分44.31±8.23 18.81±3.07 13.27±3.83 12.22±3.31 23.90±6.66 29.44±11.59 14.46±5.50 14.97±6.52條目均分2.77±1.20 3.13±1.07 2.65±1.11 2.04±1.30 2.77±1.20 2.68±1.22 2.89±1.18 2.50±1.22

        2.3 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動依從性的相關(guān)性分析 Pearson 相關(guān)性分析結(jié)果顯示,本研究慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分與自我效能總分呈負(fù)相關(guān) (r=-0.533,P<0.001),與運(yùn)動依從性總分呈負(fù)相關(guān) (r=-0.405,P<0.001),自我效能總分與運(yùn)動依從性總分呈正相關(guān)(r=0.455,P<0.001),見表2。

        表2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動依從性的相關(guān)性分析(n=267)

        2.4 自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性的中介效應(yīng)

        2.4.1 共同方法偏差檢驗(yàn) 采取Harman 單因素檢驗(yàn)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。 結(jié)果顯示,特征根>1 的因素共6 個, 其中第1 個因素解釋的累積變量為35.54%,<40%的臨界值[21],說明本研究不存在嚴(yán)重共同方法偏差問題。

        2.4.2 自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性的中介效應(yīng) 運(yùn)用SPSS PROCESS 組件中的模型4,采用Bootstrap 法重復(fù)抽取5 000 次。 結(jié)果顯示:慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞對運(yùn)動依從性的直接效應(yīng)為-0.319,占總效應(yīng)的56.0%,自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞和運(yùn)動依從性間的間接效應(yīng)值為-0.431×0.583=-0.251,占總效應(yīng)的44.0%,95%CI(-0.393~-0.127),不包含0, 說明在自我效能在慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性間的中介效應(yīng)顯著。 見圖1、表3。

        圖1 慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞和運(yùn)動依從性之間的中介作用路徑

        表3 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動依從性的中介效應(yīng)表(n=267)

        3 討論

        3.1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞處于較高水平,自我效能處于中等偏低水平,運(yùn)動依從性處于較低水平 本研究結(jié)果顯示, 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分為(44.31±8.23)分,遠(yuǎn)高于在一般健康人群中測量結(jié)果(36.5±8.9)分[17]。 究其原因,慢性心力衰竭患者在忍受生理痛苦折磨的同時, 還需要消耗心理資源改變飲食習(xí)慣、 堅(jiān)持體育鍛煉、 戒煙戒酒,并在疾病反復(fù)發(fā)作時調(diào)節(jié)不良情緒。這些疾病帶來的負(fù)擔(dān)與挑戰(zhàn)均為心理損耗源, 是預(yù)測自我調(diào)節(jié)疲勞發(fā)生的重要因素[22]。 此外,本組慢性心力衰竭患者有三分之一以上存在失眠問題。睡眠是預(yù)防、緩解自我調(diào)節(jié)疲勞的有效手段[23]。 患者由于夜間陣發(fā)性呼吸困難等癥狀入睡困難,加之心理因素影響,睡眠質(zhì)量不佳,心理資源無法及時恢復(fù),自我調(diào)節(jié)疲勞程度進(jìn)一步加劇。

        本研究結(jié)果顯示, 慢性心力衰竭患者自我效能總分為(23.90±6.66)分,與量表?xiàng)l目賦值中間值3 分相比,處于中等偏低水平,略低于杜培娟等[24]研究結(jié)果。 自我效能受家庭收入、文化程度、負(fù)性情緒等多種因素影響。本研究納入患者以小學(xué)及以下為主,文化程度較低?;颊邔膊〖跋嚓P(guān)知識認(rèn)知不足,缺乏控制或緩解疾病癥狀的信心。 慢性心力衰竭患者需終生服藥并定期復(fù)查,承受著長期的醫(yī)藥費(fèi)用負(fù)擔(dān)。本研究納入患者人均月收入以<2 000 元為主,此類患者受經(jīng)濟(jì)限制, 只能被迫選擇費(fèi)用較低的藥物或進(jìn)行保守治療,喪失疾病掌控感。經(jīng)濟(jì)壓力還可引發(fā)抑郁、焦慮等負(fù)面情緒。 隨著疾病進(jìn)展,患者愈發(fā)感到無力,對自身能力產(chǎn)生懷疑,應(yīng)對疾病的信心受到打擊,自我效能感下降。

        本研究結(jié)果顯示, 慢性心力衰竭患者運(yùn)動依從性總分為(29.44±11.59)分,與量表?xiàng)l目賦值中間值3 分相比,處于較低水平;略低于于甜棲等[25]研究結(jié)果,可能與研究人群差異有關(guān)。 有研究表明,制定精準(zhǔn)性、個體化的運(yùn)動處方,并重視患者運(yùn)動結(jié)果反饋是促進(jìn)患者的運(yùn)動康復(fù)的關(guān)鍵措施[14]。 本研究僅給予慢性心力衰竭患者運(yùn)動處方, 并未進(jìn)行個性化設(shè)計(jì),可能存在運(yùn)動處方指導(dǎo)不充分、太抽象的問題?;颊邎?zhí)行困難,處方依從維度得分也更低。 其次,本研究患者未進(jìn)行居家隨訪管理, 缺乏醫(yī)護(hù)人員的鼓勵、提醒,獲取、感知的正向反饋不足,難以堅(jiān)持運(yùn)動。 此外,本研究納入患者運(yùn)動習(xí)慣多為0 次每周,患者既往運(yùn)動習(xí)慣少,對運(yùn)動缺乏興趣。若沒有來自醫(yī)護(hù)人員的要求、監(jiān)督,不會主動參與運(yùn)動,運(yùn)動的維持也更為困難。

        3.2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞對運(yùn)動依從性有直接預(yù)測作用 本研究結(jié)果顯示, 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性之間存在直接效應(yīng)(β=-0.319,P<0.001),即慢性心力衰竭患者的自我調(diào)節(jié)疲勞程度越高,運(yùn)動依從性水平越低,首次發(fā)現(xiàn)慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞可預(yù)測運(yùn)動依從水平。 慢性心力衰竭患者運(yùn)動依從性由行為啟動和行為維持兩部分構(gòu)成[26],均需要心理資源支撐。 當(dāng)處于自我調(diào)節(jié)疲勞狀態(tài)時,有限的心理資源匱乏,個體無法調(diào)動足夠的心理資源來執(zhí)行自我控制行為,啟動運(yùn)動行為的驅(qū)動力不足, 維持運(yùn)動行為的意志力也削弱,運(yùn)動依從性隨之下降。 此外,目前慢性心力衰竭患者對運(yùn)動康復(fù)的科學(xué)性和重要性仍缺乏全面的認(rèn)識。自我調(diào)節(jié)疲勞的個體傾向于風(fēng)險(xiǎn)回避,不愿嘗試不確定或預(yù)期收益不顯著的活動[27],進(jìn)一步抑制了患者運(yùn)動行為的產(chǎn)生。 護(hù)理人員可嘗試使用自我控制訓(xùn)練、行為訓(xùn)練等方法提升患者心理資源儲量,或通過賦權(quán)、開展正念冥想等心理干預(yù)[28],減緩患者自我調(diào)節(jié)疲勞程度,從而提升運(yùn)動依從性。

        3.3 慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性之間存在部分中介作用 本研究結(jié)果顯示,慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動依從性起部分中介作用, 中介效應(yīng)值為-0.251,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的44.0%, 表明自我調(diào)節(jié)疲勞不僅能直接影響患者運(yùn)動依從性, 還可通過自我效能間接影響患者運(yùn)動依從性?;疾『螅瑐€體經(jīng)歷社會角色轉(zhuǎn)變,自我概念發(fā)生改變,需要重新認(rèn)識、評價(jià)自己。此過程容易出現(xiàn)自我能力認(rèn)知偏差,導(dǎo)致自我概念紊亂[29]。 研究顯示,處于自我調(diào)節(jié)疲勞的個體趨于對未來做出消極評價(jià)[30],患者對疾病預(yù)后更為悲觀,認(rèn)為自己無力改變現(xiàn)狀, 對自己控制生命的能力缺乏信心。此外,自身成功經(jīng)驗(yàn)是提高自我效能感的有效手段[31]。 自我調(diào)節(jié)疲勞的患者沒有精力也不愿進(jìn)行新的嘗試,無法獲取成功經(jīng)驗(yàn)和積極體驗(yàn)。另有研究指出,自我調(diào)節(jié)疲勞可導(dǎo)致自我價(jià)值觀下降,患者逃避困難,待在舒適區(qū)中不愿改變,在長期與疾病抗?fàn)幍倪^程中逐漸喪失應(yīng)對疾病的信心, 進(jìn)而致使運(yùn)動康復(fù)的意愿和行為下降[32]。

        提示護(hù)理人員除了緩解慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞外, 還可以自我效能為切入點(diǎn)提升患者運(yùn)動康復(fù)的積極性和持續(xù)性。 從自我效能理論框架中提高自我效能的4 個主要因素(直接經(jīng)驗(yàn)、 間接經(jīng)驗(yàn)、言語勸說、情緒喚醒)入手[30]。 一方面,充分發(fā)揮護(hù)理人員健康宣教的職能, 強(qiáng)調(diào)運(yùn)動康復(fù)對于慢性心力衰竭患者的益處,促進(jìn)患者參與運(yùn)動康復(fù),以積累成功的經(jīng)驗(yàn)與信心; 另一方面, 在運(yùn)動康復(fù)過程中,加強(qiáng)隨訪監(jiān)督,重視患者情緒喚醒水平,及時給予心理疏導(dǎo)和安慰。通過團(tuán)體交流、微信群分享等方式促進(jìn)同伴、榜樣啟動的作用[27],在緩解自我調(diào)節(jié)疲勞的同時,也利于患者吸取替代性經(jīng)驗(yàn),增強(qiáng)自我效能感,提升患者運(yùn)動依從性。

        4 本研究的局限性

        本研究僅在南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院展開調(diào)查, 樣本代表性有待提高。 本研究設(shè)計(jì)為橫斷面研究,變量間的因果關(guān)系尚不明晰,且僅探討了自我效能這一中介變量。未來可開展多中心研究,采用縱向研究設(shè)計(jì),挖掘其他中介變量,進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量驗(yàn)證結(jié)果,提高研究結(jié)果可推廣性。

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